供應鏈關系與環境信息披露質量研究

張澤南 孫毅

【摘 要】 供應鏈在引導企業踐行綠色發展，促進生態環境質量改善中起到了關鍵的作用。基于2009—2020年A股制造業上市公司數據，從供應鏈全景式視角剖析了上游供應商與下游客戶集中度對企業環境信息披露質量的影響。研究發現：供應商集中度能夠顯著增強環境信息披露質量，起到了“相得益彰”的同頻作用，而客戶集中度卻阻礙了環境信息披露質量的改善，起到了“此消彼長”的互斥作用。機制分析表明，商業信用與盈余質量在上述關系中發揮了部分中介作用；異質性分析表明，供應商（客戶）集中度對環境信息披露質量的增進（抑制）作用因產權性質、地區環境規制強度、企業內控強度的不同而呈現明顯差異。將供應商、客戶置于同一分析框架中發現，二者產生了“此消彼長”的互斥作用，對環境信息披露質量的抑制效果在高供應商、高客戶集中度樣本中更為顯著；經濟后果研究表明，供應商（客戶）集中度在增強（弱化）環境信息披露質量的同時，進一步提升（降低）了企業未來經濟績效。

【關鍵詞】 供應鏈； 供應商集中度； 客戶集中度； 環境信息披露

【中圖分類號】 F234.3? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）19-0120-09

一、引言

隨著人類社會環境污染破壞、生態失衡和發展不可持續等問題日益凸顯，環境治理已成為社會各界不可回避的重大議題。企業亟需轉變生產經營觀念，將綠色、低碳、環保等理念融入產業鏈、供應鏈上下游管理的全過程。2020年我國明確提出“碳達峰”“碳中和”（“雙碳”）的戰略目標，綠色低碳轉型成為經濟高質量發展的主基調。如何將粗放式經濟發展模式轉變為經濟效益與環境效益兼顧的高質量發展模式，成為社會各界探索的核心命題。企業作為多種污染物排放的主要實體，其生產與運營模式決定了地區生態治理與環保建設的成效，生成的環境信息披露報告也成為企業傳遞ESG環保理念、踐行綠色轉型發展、推進生態環境治理體系和治理能力現代化建設的重要途徑。2022年2月8日，生態環境部正式實施《企業環境信息依法披露管理辦法》，進一步明確了企業參與環保的主體責任，細化了環境信息披露的內容，有效規范了披露的形式與手段，凸顯了環境信息披露的重要性。

隨著數字經濟的日益發展，工業4.0、供應鏈集成創新成為熱門話題。在“十四五”規劃中，優化與穩定產業鏈和供應鏈被反復提及。黨的二十大報告提出要“加快建設現代化經濟體系，著力提高全要素生產率，著力提升產業鏈供應鏈韌性”。可見，搭建全景式協同高效運營的智慧供應鏈，將成為企業維持核心競爭力的主要形式。大量理論文獻與實踐檢驗證明，供應商和客戶作為企業重要的利益相關者，能夠對上游或下游企業信息披露[ 1 ]、商業信用[ 2 ]、融資約束[ 3 ]、盈余管理[ 4 ]、企業創新[ 3 ]等產生積極或消極的影響。近年來，供應鏈關系管理這一組織形態與管理模式也延伸至綠色環保領域。研究發現，供應鏈核心企業可以有效倒逼上游中小制造企業主動履行環保法規與實施標準，進一步降低上下游企業間的協調成本與實施成本[ 5 ]。特別地，在“雙碳”目標下，企業可以積極推動供應鏈主體參與綠色價值共創來實現“供應鏈綠色整合模式”的戰略性轉型，這對改善環境質量以及促進經濟與環境協同可持續發展起到了不可或缺的作用[ 6 ]。然而，在供應鏈關系與環境信息披露層面，僅有少數文獻予以探索，得出正向促進或倒U型關系的相異結論。基于理論邏輯和對已有文獻的梳理分析，筆者認為供應商與客戶關系將顯著影響企業的環境治理戰略，厘清上述關系具有非常重要的理論與現實意義。

基于此，本文選取A股制造業上市公司2009—2020年的樣本數據，將供應鏈集中度拆解為企業上游供應商與下游客戶集中度，分別剖析二者對環境信息披露質量的影響與機制，并探討了產權、地區環境規制、企業內部控制質量與不同供應鏈集中度異質性情景下二者關系的變化軌跡，進一步探索了供應商、客戶集中度對環境信息披露質量影響的經濟后果。

本文的邊際貢獻如下：（1）從供應鏈全景視角，豐富了企業供應鏈關系與環保領域的研究。分別考察了供應商與客戶集中度對企業環境信息披露質量的影響與機制，以期為不同產權性質、地區環境規制強度、內控強度下的企業環境信息披露治理提供理論指引。（2）將供應商、客戶納入同一分析框架，探索不同供應鏈集中度情景下供應鏈關系對企業環境信息披露質量影響的異質性表現，這一問題鮮有學者予以探討，而厘清這一問題對高效識別與拓展供應鏈關系及企業環境治理領域的多情景式研究具有重要的理論和應用價值。（3）拓展了供應鏈關系與企業環境治理的經濟后果研究。考察了企業在環保責任履行的同時，能否實現經濟收益的協同共促，“雙贏式”高質量發展，這有助于“雙碳”目標下為企業提供精準供應鏈管理建議，增強ESG責任履行，同時對引導投資者深入理解并積極推動企業環境治理具有重要的現實意義。

二、理論分析與假設提出

（一）供應商集中度與企業環境信息披露質量

信號傳遞理論指出，企業的外部利益相關者較之內部交易人難以獲得準確、即時的信息，為緩解信息不對稱，企業通常采用披露或宣告的機制向市場和投資者釋放信息。上游核心供應商作為企業重要經濟利益相關者，在國家綠色發展戰略、綠色供應鏈管理理論日益盛行的當下，出于可持續發展理念的目標驅動將有強烈動機參與下游企業的環境治理，影響企業的環境信息披露質量。然而，關于供應商集中度能否有效改善企業信息披露質量，學界存在兩種不同觀點。沈厚才等[ 7 ]指出，供應鏈關系使得企業與其主要供應商之間在關鍵數據中保持透明，同時在雙方之間共享信息，這將一定程度削弱關鍵業務數據與財務數據的自愿披露行為。陳西嬋和劉星[ 1 ]認為，在供應商集中度較高的情況下，較之信息披露所付出的成本，公司之間私下溝通成本更低且效率更高，因此進行信息披露的動力將減少，導致信息披露質量的下降。在此類觀點下，供應商集中度的上升會迫使企業主動減少或放棄信息披露，尤其是自愿性的環境信息披露，轉而與供應商之間進行友好溝通或同諮合謀，這將顯著削弱企業環境信息披露質量，引發“此消彼長”的互斥效應。另有學者認為，供應商集中度的提升將顯著增強企業的信息披露行為。依據資源依賴理論，在企業與其上游供應鏈關系中，如果一方掌握的資源較多，將擁有較高話語權、議價優勢和較高的市場地位。因此，如果企業的供應商集中度較高，表明其過度依賴上游供應商。兩者通過長期的合作博弈，利益相互綁定，形成了較為穩固的供應鏈協同治理效應。

因此，為了增強供應商的信任感，便于其了解企業經營狀況、市場地位和償債能力等信息，企業有強烈意愿積極改善信息披露質量，向外界傳遞注重環境表現、ESG責任履行的合規信號，以“綠色采購”“綠色供應鏈”的先進理念和高質量標準來吸引供應商，獲取商業信用融資，以緩解自身現金流與經營壓力，通過維護穩定的商業信用供應關系來提升環境信息披露質量，表現出“相得益彰”的同頻效應。鑒于此，提出如下競爭假設：

H1a：在其他因素既定的情況下，供應商集中度阻礙了企業環境信息披露質量的改善，表現為“此消彼長”的互斥效應。

H1b：在其他因素既定的情況下，供應商集中度增強了企業環境信息披露質量的改善，表現為“相得益彰”的同頻效應。

（二）客戶集中度與企業環境信息披露質量

依循資源依賴理論，當企業的客戶集中度較高時，供應鏈的主導權掌握在下游重要客戶手中，供應鏈中存在明顯的買方市場，主要客戶擁有較高的議價權。此時企業失去關鍵性客戶導致的財務風險和成本極高，不得不盡可能滿足客戶所提出的報價，并且在下調產品價格的同時維持產品質量，上述現象會進一步壓縮企業的利潤空間，增大經營和財務風險。因此，企業為了維持供應鏈上下游合作的穩定，增強合作伙伴與投資者的信心，可能會對信息披露進行操縱，通過盈余管理行為[ 4 ]優先保障企業主營業務的亮眼業績，通過減少社會責任、降低環保投資等“降本”手段節約經濟資源，進而導致環境信息披露質量下降。另外，當企業客戶集中度較高時，企業為在供應鏈中獲得更高的話語權，出于印象管理的動機，很可能采用盈余管理手段對財務報表進行美化操縱，使其對外披露的環境治理信息呈現出健康、正面的狀態，通過弱化盈余質量來抑制環境信息披露質量的改善。基于此，提出如下假設：

H2：在其他因素既定的情況下，客戶集中度抑制了環境信息披露質量的改善，表現為“此消彼長”的互斥效應。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

考慮到2008年金融危機的影響，本文以2009—2020年A股制造業公司為樣本，參照既有學者研究，剔除ST、PT及數據缺失的樣本公司。供應商集中度與客戶集中度數據均手工收集于上市公司公開披露的年報，與環境信息披露質量相關的數據來源于上市公司年報、社會責任報告與可持續發展報告等，其余數據來自CSMAR數據庫。此外，對樣本數據中全部連續變量進行了上下1%的縮尾處理以排除極端值的影響，最終得到了來自2 410家樣本公司的16 144組供應商集中度數據和19 496組客戶集中度數據。

（二）研究變量

1.被解釋變量

企業環境信息披露存在自愿性，且其內容較為復雜，并沒有統一要求的披露項目，也不存在既定的指標對其質量進行量化。為了客觀衡量環境信息披露質量，借鑒畢茜等[ 8 ]的方法，根據上交所《上市公司環境信息披露指引》和《上市公司環境信息披露指南》，結合CSMAR數據庫中已有資源，采用內容分析法，將公司披露的環境信息分為環境負債、環境管理、披露載體、環境治理、環境監管五個部分，構建5個相應的一級指標及30個二級指標，對其是否披露進行評分。在此基礎上，根據所得評分，將其歸一化處理，最終得到環境信息披露質量指數EDI。

2.解釋變量

借鑒Banerjee等[ 9 ]、陳西嬋和劉星[ 1 ]的研究，采用上市公司披露的年報中前五大供應商采購額占年度總采購額比率反映企業的供應商集中度（sup），年報中前五大客戶銷售額占年度總銷售額比率反映企業的客戶集中度（cus）。

3.控制變量

參考崔也光等[ 10 ]的研究，控制了企業規模、財務杠桿、股權集中度、盈利能力、市賬比、董事會規模、獨立董事比例與市場化進程等影響企業環境信息披露的主要變量，具體衡量方式如表1所示。

（三）模型設定

為了驗證本文假設，分別構建了模型（1）和模型（2），控制了年份和行業固定效應以排除年份變化與行業特質帶來的內生性，采用固定效應模型進行面板回歸：

四、統計分析

（一）描述性統計

描述性統計結果如表2所示。環境信息披露質量的均值為0.206，標準差為0.184，中值為0.135，表明制造業上市公司環境信息披露質量普遍不高，且差異較大，仍有相當大的進步空間。供應商集中度均值為0.340，標準差為0.185，中值為0.298，表明制造業公司對主要供應商依賴程度較高。客戶集中度均值為0.308，標準差為0.203，中值為0.253，表明制造業上市公司客戶依賴度普遍較高，且存在較大的差距。其他變量結果與既有文獻基本保持一致。

（二）回歸分析

表3展示了模型（1）和模型（2）分別基于供應商和客戶集中度對環境信息披露質量（EDI）的影響。可見在控制其他變量的條件下，供應商集中度sup與EDI系數為0.016，在10%的水平上顯著，表明供應商集中度增強了企業環境信息披露質量，二者表現出“相得益彰”的同頻作用，驗證了H1b。客戶集中度cus與EDI系數為-0.037，且在1%的水平上顯著，證明企業環境信息披露質量受到了客戶集中度的負向影響，引發了“此消彼長”的互斥作用，H2得以印證。

（三）穩健性檢驗

1.Heckman兩階段檢驗

企業環境信息披露目前尚屬于自愿披露，因此本文獲取的環境信息披露質量數據可能存在樣本自選擇的情況。參考王雄元和高開娟[ 11 ]的做法，通過Heckman兩階段方法，控制進行環境信息披露與未進行環境信息披露的公司特征差異對結果可能的影響。首先，建立是否進行環境信息披露的0—1變量（EDI01），對環境信息披露質量（EDI）為0的樣本賦值為0，其余樣本賦值為1。其次，參照上文研究設計所選取的控制變量，構建是否進行環境信息披露的Probit模型，估計逆米爾斯比率（IMR）。最后，代入主回歸模型進行回歸。回歸結果如表4所示，供應商集中度（sup）和客戶集中度（cus）的回歸模型中IMR系數均在1%的水平上顯著。供應商集中度的系數顯著為正，客戶集中度的系數顯著為負，與H1b和H2保持一致。

2.傾向得分匹配PSM檢驗

為避免模型中不可觀測因素所造成的內生性問題，參考陳西嬋和劉星[ 1 ]的做法，對供應商集中度與客戶集中度分別進行PSM傾向得分匹配。將供應商集中度與客戶集中度按照年度均值進行分組，采用Logit回歸進行傾向得分匹配。引入匹配的變量有公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、固定資產比率（FAR）、托賓q值（Tq）和股權集中度（Top1），匹配方法為1：1不放回近鄰匹配法，卡尺為0.05。將PSM操作后的數據放入模型（1）與模型（2）中進行回歸（結果如表4所示），結論與前文保持一致。

3.替換樣本

為使結論更穩健，將樣本公司從原有的制造業替換為醫藥制造業、通用設備制造業、專用設備制造業、汽車制造業及計算機、通信和其他電子設備制造業五類企業，原因是這五類企業相較于一般制造業，對供應鏈上下游企業的依賴性更高，更能反映出供應鏈集中度變化對環境信息披露質量所產生的影響。替換樣本后發現，供應商與客戶集中度影響環境信息披露質量的符號不變且均顯著，再一次支持了研究結論（限于篇幅，未予列示，表格備索）。

（四）作用機制檢驗

鑒于供應商、客戶集中度對環境信息披露質量存在差異化的影響，在上述理論分析的基礎上，進一步分別挖掘二者對環境信息披露質量的作用機制。

首先，供應商集中度的提升可以直觀地反映出企業與上游供應商緊密的合作關系，兩者通過長期的合作協議相互利益綁定，打破了信息壁壘，形成了較為穩定的供應鏈協同治理效應。在此種趨勢下，企業與供應商的協商定價、貨款支付方式較為穩定，有利于增強企業商業信用融資[ 12 ]，具體表現為應付賬款的比例提升與信用期的延長，這一轉變大大緩解了企業的現金流壓力與經營壓力，使其能夠將現金、人力等諸多要素投入到環境治理改善之中。采用應付賬款、應付票據、預收賬款之和與總資產的比例衡量商業信用（TC）[ 13 ]，本文預測，供應商集中度會通過增強商業信用而改善環境信息披露質量。

其次，當客戶集中度處于高位時，管理者基于迎合大客戶需求與印象管理的動機，可能會采用盈余管理手段對財務報表進行粉飾操縱，使其對外披露的環境治理信息呈現出健康積極的狀態，以增強合作伙伴與投資者的信心，便于在供應鏈中獲得更高的話語權，從而維持供應鏈上下游合作的穩定。相比應計制盈余管理，真實盈余管理具有更強的隱蔽性和靈活性，更易逃脫審計師的關注，因而企業更傾向于采用真實盈余管理對利潤進行操縱，故本文預測客戶集中度會誘發企業實施真實盈余管理，降低盈余質量以阻礙環境信息披露質量的改善。參照Roychowdhury[ 14 ]的研究，用真實盈余管理水平的絕對值REM來測量企業盈余質量，REM越大，表明盈余質量越差，采用中介效應[ 15 ]進行機制檢驗。

表5為中介效應檢驗結果。列（1）和列（2）表明，供應商集中度增強了企業的商業信用獲取能力，TC與EDI顯著正相關。Sobel檢驗的Z值為1.788，在10%的水平上顯著，證實商業信用在供應商集中度與環境信息披露質量之間發揮部分中介效應。列（3）和列（4）顯示，客戶集中度提升了REM，降低了盈余質量，而REM對EDI的影響為負，不顯著，因此需要通過Sobel檢驗證實中介效應的存在。Sobel檢驗Z值為2.154，在5%的水平上顯著，證明盈余質量在客戶集中度與環境信息披露質量之間發揮部分中介效應。

五、進一步分析

（一）產權性質

在2016年制定發布的《關于國有企業更好履行社會責任的指導意見》中，明確了國有企業應當積極履行包括環境保護責任在內的社會責任。生態環境部2021年發布的《環境信息依法披露制度改革方案》，也號召國有企業要積極履行社會責任，樹立行業標桿，帶頭披露企業環境信息。國務院國資委發布的一系列政策法規，以及近年中央生態環境保護督察組對國有企業在環境保護層面的督導，均反映出國有企業環境治理和環境投資具有相當程度的政策導向和社會責任意識。因此，相較非國有企業，國有企業在政府和其他利益相關者的協同監管下，環境信息披露可能已處于平穩或自身所能達到的較高水平。在此情況下，包括供應商（客戶）集中度在內的因素對環境信息披露質量的影響將減弱，變得不顯著。而非國有企業在政府綠色低碳環保理念和政策法規的推廣中，供應商（客戶）集中度變化所導致的環境信息披露質量增（減）幅可能更大。基于此，將樣本企業按照產權性質進行劃分，回歸結果如表6 Panel A所示。非國有企業供應商集中度與環境信息披露質量回歸系數為0.024，在5%的統計水平上顯著；客戶集中度與環境信息披露質量的回歸系數為-0.036，在1%的統計水平上顯著。

（二）環境規制

環境規制強度一般被認為是地方政府對環保的立法依規及重視程度。企業所在地區的環境規制強度直接影響企業的環境治理水平。環境規制強度越高，企業環境治理的動機越大，環境信息披露質量也相對越高。因此，本文預測，在環境規制強度較高的地區，企業通過改善自身經營戰略所帶來的環境信息披露質量提升效應更為顯著；而環境規制強度較低的地區，無法有效對企業的綠色排污行為進行監管，使得企業缺乏環保披露動機，環境信息披露更易受到諸如客戶集中度改變帶來的負向影響。參考郝壽義和張永恒[ 16 ]的方法，采用各省三廢排放量數據，利用熵值法計算環境規制綜合指數，并將樣本按照各年度環境規制強度中位數分類，進行異質性檢驗，結果如表6 Panel B所示。在高環境規制強度地區，供應商集中度與環境信息披露質量的回歸系數為0.031，在5%的統計水平上顯著，表明在環境規制強度較高的樣本中，供應商集中度將顯著正向影響環境信息披露質量；而在低環境規制強度地區，企業缺乏環保執行動力，環境信息披露行為更易受客戶集中度的約束，導致客戶集中度在1%水平上顯著負向影響環境信息披露質量。因此，政府采取更嚴格的環保措施能夠進一步加強供應商集中度對轄區內企業環境信息披露質量的正向影響，緩解客戶集中度對轄區內企業環境信息披露質量的不利影響。

（三）內控強度

內部控制強度一定程度上反映了企業經營的效率與治理水平。高水平的內部控制能夠降低公司內外部的信息不對稱，提升經營效率，抵御企業的財務和經營風險，保證會計信息質量的真實性和準確性，推進企業主動開展環境信息披露。具體而言，企業的內部控制水平處于高位時，將有效降低供應鏈中利益相關者的交易成本與代理成本[ 2 ]，為環境治理做出持續性的貢獻，增強供應商集中度對環境信息披露質量的正向促進作用，同時將弱化客戶集中度對環境信息披露的負向影響；而低水平的內部控制無法有效對高管進行激勵，增大了管理層的道德風險和權力尋租行為，無法監督關鍵供應商和客戶履行環保職責，會對供應商集中度與環境信息披露質量的正向關系產生遮掩效應，使得二者的關系不顯著，同時增大客戶集中度對環境信息披露質量的負向影響。基于以上分析，參照既有學者研究，采用迪博內部控制指數衡量企業的內部控制水平，并根據年度中位數將樣本企業分為高低組進行異質性檢驗，結果如表6 Panel C所示。可以發現，僅在內部控制強度較高的企業中，環境信息披露質量受到供應商集中度顯著的正向影響；在內部控制強度較低的企業，環境信息披露質量受到客戶集中度顯著的負向影響。這一結果表明企業需采取合理、科學的內部控制制度，提升內部控制水平，激勵與監督供應商、客戶加強環境信息披露。

（四）不同供應鏈環境異質性

以上分析證實了供應商、客戶集中度分別對環境信息披露質量帶來的差異化影響，那么，將上游供應商和下游客戶放置在同一框架下，二者的合作或競爭性博弈關系是否會對企業環境信息披露產生異質性的實施效果，是“相得益彰”還是“此消彼長”？基于此，本文進一步細分供應鏈集中度特征，參照殷俊明等[ 17 ]的研究，構造供應鏈集中度指標scc（企業前五名供應商與前五大客戶銷售比例之和的均值），分別按照供應商、客戶集中度的中位數大小進行分類，劃分為高供應商、高客戶集中度（下文簡稱雙高樣本）與其他供應鏈集中度兩組樣本。表7列（1）和列（2）顯示，sup*cus、scc與EDI系數均為負，但不顯著，初步判斷供應商與客戶集中度對環境信息披露質量存在“此消彼長”的競爭作用。進一步細化樣本后，發現在列（3）—列（5）雙高樣本中，cus、scc均顯著弱化了EDI，sup與EDI關系不顯著，因此，降低客戶集中度應成為該場景下供應鏈關系推進環境信息治理的重點。列（6）—列（8）cus仍然顯著抑制EDI的提升，但sup與EDI的系數顯著為正，強化了對EDI的正向治理效果，二者的博弈使得scc與EDI的關系變得正向，不顯著。這表明，此時企業應主要通過鞏固上游供應商關系，提升供應商集中度和擴大企業客戶群體，適度降低客戶集中度兩個方向，增強企業自身的環境治理能力，以共同推進環境信息披露質量的改善。

（五）供應鏈關系影響環境信息披露質量的經濟后果

本文在探究供應鏈關系影響企業環境信息披露質量的同時，進一步關注其能否實現環保質量改善與經濟收益的雙贏。本文擬從供應鏈關系視角延伸探索環境信息披露的經濟后果，考察企業在兼顧環境責任的同時，是否能夠進一步改善財務績效。采用未來一期資產收益率（ROA）反映企業財務績效水平，原因是托賓Q值在資本市場有效性程度相對較低的情況下不能完全反映企業的市場價值，而相較于凈資產收益率（ROE），資產收益率（ROA）不受公司非經常事項影響，受資產負債率的影響也較小。模型（3）的回歸分析結果如表8所示。環境信息披露質量與企業未來一期財務績效正相關，列（2）在納入供應商集中度和環境信息披露的交互項進行回歸后，交互項系數為0.037，在10%的統計水平上顯著為正，表明供應商集中度的上升增強了環境信息披露質量對企業財務績效的正向影響。列（3）在納入客戶集中度和環境信息披露的交互項進行回歸后，交互項系數為-0.041，在5%的統計水平上顯著為負，表明客戶集中度的上升削弱了環境信息披露質量對企業財務績效的正向影響。企業若想實現環保責任與經濟效益提升的“雙贏”目標，可能需要通過妥善提高供應商集中度和降低客戶集中度這一路徑，在改善環境信息披露質量的同時，帶來更佳的財務績效提升。

六、結論

本文選用2009—2020年滬深A股制造業上市公司數據，從企業供應鏈全景式視角探究了供應商（客戶）集中度對企業環境信息披露質量的影響。研究發現，企業上游供應商集中度能夠顯著增強環境信息披露質量，起到“相得益彰”的同頻作用，而下游客戶集中度卻阻礙了環境信息披露質量的改善，起到了“此消彼長”的互斥作用。商業信用與盈余質量作為渠道機制，發揮了部分中介效應。異質性分析顯示，供應商集中度對環境信息披露質量的提升作用在非國有企業、高環境規制強度的地區和高內部控制企業中表現得更為顯著，而客戶集中度對環境信息披露質量的抑制效果在非國有企業、低環境規制強度和企業低內部控制環境中更為突出。將供應商、客戶置于同一分析框架中發現，二者產生了“此消彼長”的互斥作用，對環境信息披露質量的抑制效果在高供應商、高客戶集中度樣本中更為顯著。經濟后果研究表明，供應商集中度引發的環境信息披露質量的同頻上升顯著提高了企業未來經濟績效，相反，客戶集中度引發的環境信息披露質量的削弱則制約了未來企業經濟績效的提升。本文豐富了供應鏈關系與環境信息披露質量領域的理論研究，具有一定的應用價值與政策啟示。

第一，對企業及管理者而言，應將自身的供應鏈集中度維持在合理的區間，日臻完善公司治理，提升信息披露水平，積極履行環保社會責任，實現企業經濟效益與環保效益的雙贏。

第二，對投資者而言，應將企業的客商關系、所處的供應鏈環境作為判斷企業價值的因素，結合企業環境信息披露指標進行綜合分析，引導資本市場各個主體參與環境保護社會責任的履行，助力經濟高質量、可持續發展。

第三，對政府及監管者而言，應進一步激勵與監督企業打造和諧供應鏈關系，推行綠色供應鏈建設，積極引導企業主動參與環境治理，增強企業環境信息的披露意愿，為高質量推進企業綠色治理、積極踐行“雙碳”戰略提供政策指引。●

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